Nieuws

Diagnose pneumonie bij lage-luchtweginfecties

Gepubliceerd
10 april 2004

Met belangstelling las ik het artikel van Hopstaken et al. ‘De waarde van anamnese, lichamelijk onderzoek, BSE en CRP voor de diagnose pneumonie bij lage-luchtweginfecties’ (H&W 2004;47:9-15). Hun resultaten kunnen leiden tot een bruikbare richtlijn voor de behandeling van lage-luchtweginfecties. Zeer frappant vond ik de prominente plaats van diarree in de diagnostiek. Ik heb nog een aantal vragen. De odds-ratio's voor de symptomen ‘droge hoest’, ‘diarree’ en ‘temperatuur ž38 °C’ zijn in tabel 2 vermeld: 2,2, 3,5 en 2,5. Ze zijn rechtstreeks uit de kruistabellen te berekenen. Het klinische model, dat nog niet is gecorrigeerd van BSE en CRP vermeldt echter: 2,77, 5,90 en 3,08 (tabel 3). Ik begrijp dit verschil niet. Het was wellicht inzichtelijker geweest het aannemelijkheidsquotiënt of likelihood-ratio (LR) te gebruiken. Dit quotiënt is het aantal keren dat een testuitslag (bijvoorbeeld positieve test) vaker bij zieken dan bij gezonden voorkomt. Deze testkenmerken zijn uit tabel 2 en 3 te herleiden en zouden naar mijn idee bij iedere test vermeld moeten worden: LR+ @sp>is het aantal keren dat een positieve test vaker bij zieken voorkomt dan bij gezonden en de LR–@sp> het aantal keren dat een negatieve testuitslag vaker voorkomt dan bij gezonden (meestal dus een breuk: bijvoorbeeld 1/3). In de tabel staan deze likelihood-ratio's voor de verschillende symptomen en bevindingen. De tests zijn nu aardig onderling te vergelijken en weer zien we de prominente rol voor de aanwezigheid van diarree, dat ruim drie keer zo vaak voorkomt bij pneumonie als bij gezonden. Een belangrijke reden om de likelihood-ratio's als testkarakteristieken te gebruiken is hun gemakkelijke toepasbaarheid bij de berekening van de kans op aanwezigheid van ziekte na de test. Waarom is er gekozen voor het afkappunt CRP>20? De ROC-curves in figuur 2 pleiten voor een afkappunt van 50. De met een timmermansoog gemeten sensitiviteit bij het afkappunt 20 is 90% en specificiteit 51%. Bij een afkappunt van 50 bedragen deze 87% respectievelijk 73%. Dus een enorme stijging in specificiteit met behoud (of slechts kleine vermindering) van sensitiviteit. De ROC-curves zijn ook een pleidooi om de CRP als test te verkiezen boven de BSE. Daar komt nog bij dat de CRP veel praktischer in het gebruik is dan de BSE, die pas na een uur af te lezen is. Wim van Geldrop

Antwoord

De odds-ratio (OR) volgt uit het quotiënt van het positieve en negatieve aannemelijkheidsquotiënt of likelihood-ratio (LR) en is dus een samenvattende maat voor beide testparameters. Bovendien is de OR in tegenstelling tot sensitiviteit, specificiteit en LR veel minder gevoelig voor veranderingen in de samenstelling van de patiëntenpopulatie. De OR maakt vergelijking met andere onderzoeken en gebruik voor meta-analyses dus eenvoudiger. Daar staat tegenover dat de OR vergeleken met de LR een wat abstract begrip is en minder makkelijk individueel is toe te passen in de dagelijkse praktijk. In de opbouw van ons artikel hebben we rekening gehouden met de dagelijkse praktijk van de huisarts. De huisarts is (als generalist) meer gebaat bij het kunnen uitsluiten in plaats van het aantonen van een ziekte. Ons predictiemodel en de identificatie van een laagrisicogroep zijn hierop geënt. CRP>20 bleek hieraan goed te voldoen en wordt ook in algemene zin vaak genoemd als afkappunt voor een afwijkende bloeduitslag, wat de interpretatie in de praktijk vergemakkelijkt. De door Van Geldrop aangehaalde ‘ideale’ test CRP>50 kent als solobepaling weliswaar de hoogste combinatie van sensitiviteit en specificiteit in figuur 2, maar moet voorzichtig geïnterpreteerd worden. Welke huisarts prikt immers zonder anamnese en lichamelijk onderzoek bloed bij een patiënt? Figuur 2 is in het artikel opgenomen om de meerwaarde van CRP ten opzichte van BSE inzichtelijk te maken. In diagnostisch onderzoek dient gecorrigeerd te worden voor de onderlinge verbanden tussen de diagnostische tests (anamnestische en lichamelijk- onderzoeksbevindingen), zoals dit ook in de praktijk het geval is. Dit betekent dat een ‘eenvoudige’ opsomming van de diagnostische waarde van tests voor pneumonie (univariate analyse zoals in tabel 2) altijd gevolgd dient te worden door een complexe analyse, waarin de diagnostische waarde van de tests gecorrigeerd wordt voor alle onderlinge verbanden tussen de verschillende tests (multipele logistische regressieanalyse zoals in onze tabel 3). Overigens, dit verschil is collega Van Geldrop vermoedelijk per vergissing ontgaan, getuige zijn vraag over de verschillende OR's in tabel 2 en 3. BSE en CRP worden, zoals in de praktijk, ook in logistische regressieanalyses pas in tweede instantie toegevoegd aan het predictiemodel. Het enthousiasme voor de bepaling van CRP in plaats van BSE delen wij van harte. De verdringing van de onhandige BSE-bepaling door de CRP-sneltest lijkt slechts een kwestie van tijd. Rogier Hopstaken

Reacties

Er zijn nog geen reacties

Verder lezen